多元非线性回归模型
概率论与数理统计(回归分析)
调整R方值 考虑到自变量数量的R方值，用 于比较不同模型之间的拟合优度。 调整R方值越接近于1，说明模型 拟合优度越好。
残差图 通过观察残差与实际观测值之间 的关系，判断模型是否符合线性 关系、是否存在异方差性等。
05
逻辑回归分析
逻辑回归模型
01
逻辑回归模型是一种用于解决 二分类问题的统计方法，基于 逻辑函数将线性回归的预测值 转换为概率形式。
多元非线性回归模型
在多个自变量X1, X2, ..., Xp的条件下，预测因变量Y的非线性数 学模型。模型形式为Y = f(β0, β1*X1, β2*X2, ... , βp*Xp)，其
中f表示非线性函数。
多元逻辑回归模型
用于预测分类结果的多元回归模型，适用于因变量Y为二分 类或多分类的情况。
多重共线性问题
非线性回归模型是指因变量和自 变量之间的关系不是线性的，需 要通过变换或参数调整来拟合数 据。
形式
非线性回归模型通常采用指数函 数对数函数、多项式函数等形 式来表达。
适用范围
非线性回归模型适用于因变量和 自变量之间存在非线性关系的情 况，例如生物医学、经济学、社 会学等领域。
常用非线性回归模型
指数回归模型
线性回归模型假设因变量和自变 量之间存在一种线性关系，即当 一个自变量增加或减少时，因变 量也会以一种恒定的方式增加或 减少。
最小二乘法
01
02
03
最小二乘法是一种数学 优化技术，用于估计线
性回归模型的参数。
最小二乘法的目标是找 到一组参数，使得因变 量的观测值与预测值之
间的平方和最小。
最小二乘法的数学公式为： β=(XTX)^(-1)XTY，其中 X是自变量的数据矩阵，Y 是因变量的数据向量，β
可以化为线性的多元非线性回归模型课件
特征选择
去除无关或冗余的特征，保留对模型 贡献最大的特征。
模型评估的指标
均方误差（MSE）
R方值
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
衡量预测值与真实值之间的平均平方差距 。
衡量模型解释的变异比例，值越接近1表示 模型解释的变异比例越高。
调整R方值
交叉验证误差
对R方值进行调整，以考虑模型中的自由度 和样本大小。
将数据分成多个子集，用其中的一部分训 练模型，另一部分测试模型，重复多次以 获得稳定的误差估计。
特点
具有非线性特征，无法通过简单变换 转化为线性模型，需要采用特定的方 法和技巧进行建模和数据分析。
多元非线性回归模型的重要性
揭示非线性关系
在许多实际问题中，变量之间的关系可能并非线性，此时需要采 用多元非线性回归模型来揭示其内在联系。
提高预测精度
相比于线性模型，多元非线性回归模型能够更准确地拟合数据，从 而提高预测精度。
可解释性
选择的模型应易于解释，有助于理解数据背后的机制。
模型优化的方法
参数优化
通过调整模型参数以改进模型的性能 ，如梯度下降法、牛顿法等。
集成学习
将多个模型的预测结果结合起来以提 高预测精度，如bagging、 boosting等。
正则化
通过在损失函数中添加惩罚项来防止 过拟合，如L1、L2正则化等。
03
02
幂回归模型
适用于因变量和自变量之间存在幂 关系的情况。
指数回归模型
适用于因变量和自变量之间存在指 数关系的情况。
04
03
模型选择与优化
模型选择的原则
适应性
选择的模型应能适应数据的特性，包括分布、自变量和因变量之间的关系等。
非线性回归分析常见模型
非线性回归常见模型一．基本内容模型一xc e c y 21=，其中21,c c 为常数.将xc ec y 21=两边取对数，得x c c e c y xc 211ln )ln(ln 2+==，令21,ln ,ln c b c a y z ===，从而得到z 与x 的线性经验回归方程a bx z +=，用公式求即可，这样就建立了y 与x 非线性经验回归方程.模型二221c x c y +=，其中21,c c 为常数.令a c b c x t ===212,,，则变换后得到y 与t 的线性经验回归方程a bt y +=，用公式求即可，这样就建立了y 与x 非线性经验回归方程.模型三21c x c y +=，其中21,c c 为常数.a cbc x t ===21,,，则变换后得到y 与t 的线性经验回归方程a bt y +=，用公式求即可，这样就建立了y 与x 非线性经验回归方程.模型四反比例函数模型：1y a b x=+令xt 1=，则变换后得到y 与t 的线性经验回归方程a bt y +=，用公式求即可，这样就建立了y 与x 非线性经验回归方程.模型五三角函数模型：sin y a b x=+令x t sin =，则变换后得到y 与t 的线性经验回归方程a bt y +=，用公式求即可，这样就建立了y 与x 非线性经验回归方程.二．例题分析例1．用模型e kx y a =拟合一组数据组()(),1,2,,7i i x y i =⋅⋅⋅，其中1277x x x ++⋅⋅⋅+=；设ln z y =，得变换后的线性回归方程为ˆ4zx =+，则127y y y ⋅⋅⋅=（）A．70e B．70C．35e D．35【解析】因为1277x x x ++⋅⋅⋅+=，所以1x =，45z x =+=，即()127127ln ...ln ln ...ln 577y y y y y y +++==，所以35127e y y y ⋅⋅⋅=.故选：C例2．一只红铃虫产卵数y 和温度x 有关，现测得一组数据()(),1,2,,10i i x y i =⋅⋅⋅，可用模型21e c x y c =拟合，设ln z y =，其变换后的线性回归方程为4zbx =- ，若1210300x x x ++⋅⋅⋅+=，501210e y y y ⋅⋅⋅=，e 为自然常数，则12c c =________.【解析】21e c x y c =经过ln z y =变换后，得到21ln ln z y c x c ==+，根据题意1ln 4c =-，故41e c -=，又1210300x x x ++⋅⋅⋅+=，故30x =，5012101210e ln ln ln 50y y y y y y ⋅⋅⋅=⇒++⋅⋅⋅+=，故5z =，于是回归方程为4zbx =- 一定经过(30,5)，故ˆ3045b -=，解得ˆ0.3b =，即20.3c =，于是12c c =40.3e -.故答案为：40.3e -.该景点为了预测2023年的旅游人数，建立了模型①：由最小二乘法公式求得的数据如下表所示，并根据数据绘制了如图所示的散点图.。
实验三_多元线性回归模型及非线性回归（1）
实验三_多元线性回归模型及⾮线性回归（1）实验三多元线性回归模型及⾮线性回归⼀、多元线性回归模型例题3.2.2 建⽴2006年中国城镇居民⼈均消费⽀出的多元线性回归模型。
数据：地区 2006年消费⽀出Y 2006年可⽀配收⼊X12005年消费⽀出X2北京 14825.41 19977.52 13244.2 天津 10548.05 14283.09 9653.3 河北 7343.49 10304.56 6699.7 ⼭西 7170.94 10027.70 6342.6 内蒙古 7666.61 10357.99 6928.6 辽宁 7987.49 10369.61 7369.3 吉林 7352.64 9775.07 6794.7 ⿊龙江 6655.43 9182.31 6178.0 上海 14761.75 20667.91 13773.4 江苏 9628.59 14084.26 8621.8 浙江 13348.51 18265.10 12253.7 安徽7294.73 9771.05 6367.7 福建 9807.71 13753.28 8794.4 江西 6645.54 9551.12 6109.4 ⼭东 8468.40 12192.24 7457.3 河南6685.18 9810.26 6038.0 湖北 7397.32 9802.65 6736.6 湖南 8169.30 10504.67 7505.0 ⼴东 12432.22 16105.58 11809.9 ⼴西 6791.95 9898.75 7032.8 海南 7126.78 9395.13 5928.8 重庆 9398.69 11569.74 8623.3 四川 7524.81 9350.11 6891.3 贵州6848.39 9116.61 6159.3 云南 7379.81 10069.89 6996.9 西藏 6192.57 8941.08 8617.1 陕西 7553.28 9267.70 6656.5 ⽢肃6974.21 8920.59 6529.2 青海 6530.11 9000.35 6245.3 宁夏 7205.57 9177.26 6404.3 新疆 6730.018871.276207.51、建⽴模型01122Y X X βββµ=+++2、估计模型（1）录⼊数据打开EViews6，点“File ”→“New ”→“Workfile ”选择“Unstructured/Undated”，在Observations 后输⼊31，如下所⽰：点“ok”。
多元非线性数据拟合模型的数学推论及其回归方程的计算机拟合
在已有的相关研究中，大多数研究者主要SEM的整体拟合效果，即模型与数据 的匹配程度。常用的整体拟合指标有绝对拟合指数（如χ2值、RMSEA等）和 相对拟合指数（如CFI、TLI等）。然而，这些研究往往忽略了SEM的内部拟合 效果，即模型中每个路径系数是否合理、准确。此外，模型的复核效度检验也 是至关重要的，它可以帮助我们判断模型的稳定性和可靠性。
结论
多元非线性数据拟合模型在理解和预测现实世界中的复杂现象方面具有重要价 值。通过掌握数学推论和回归方程的计算机拟合方法，我们可以更好地理解和 应用这些模型。在具体应用中，我们需要根据实际问题和数据的特点选择合适 的模型，并灵活运用各种手段对模型进行优化，以提高预测的准确性和稳定性。
参考内容
结构方程模型（SEM）是一种广泛应用于社会科学、心理学、经济学等领域的 数据分析工具，它能够同时处理多个因变量和自变量之间的关系，并对其进行 统计检验和模型拟合。在SEM的应用过程中，对模型拟合评鉴是非常重要的一 环，它可以帮助我们了解模型是否合理、准确，以及是否能够解释我们所研究 的实际问题。
通过研究结果，我们发现模型的总体拟合效果较好，能够较好地解释该地区消 费者的购买行为。然而，在内部拟合效果方面，部分路径系数和负载系数的估 计结果并不十分理想，需要进一步加以改进和完善。此外，复核效度检验也为 我们提供了对模型可靠性进行评估的依据。
总之，本研究通过对SEM模型的整体拟合、内部拟合和复核效度检验的评估， 发现该模型虽然在一定程度上能够解释该地区消费者的购买行为，但仍存在一 定的改进空间。未来研究可以通过进一步完善SEM模型的内部结构和路径关系、 优化估计方法等方面加以改进，以提高模型的解释力和预测力。
多元非线性数据拟合模型的数学推论及 其回归方程的计算机拟合
计量经济学_詹姆斯斯托克_第8章_非线性的回归模型
Ln(TestScore) = 6.336 + 0.0554 ln(Incomei) (0.006) (0.0021)
假设 Income 从$10,000 增加到$11,000（或者 10%）。
则 TestScore 增加大约 0.0554 10% = 0.554%。
如果 TestScore = 650, 意味着测试成绩预计会增加
非线性的回归模型
非线性的回归函数
“非线性”的含义：
（1）非线性的函数 自变量与解释变量之间的非线性
函 数形式。
（2）非线性的回归 参数与随机项的非线性形式。
非线性的回归函数
一、多项式回归 二、对数回归 三、自变量的交互作用 四、其他非线性形式的回归 五*、非线性回归（参数非线性）
一、多项式回归
1、指数函数曲线
指数函数方程有两种形式：
yˆ aebx yˆ abx
y a＞0，b＞0
a＞0，b＜0
x
图11.1方yˆ 程 aebx 的图象
二、对数函数曲线
对数函数方程的一般表达式为：
yˆ a b ln x
y
b＞0
b＜0
x
图11.2 方程yˆ =a+blnx 的图象
（2）根据拟合程度的好坏来确定（如，利用spss 的相关功能） 在社会科学领域里，阶数不会太高！
一、多项式回归
形式： Y 0 1X 2 X 2 ...r X r u
（2）多项式的本质 泰勒展开
一、多项式回归
形式： Y 0 1X 2 X 2 ...r X r u
Y——收入； D1——性别（1——男；0——女） D2——学历（1——大学学历；0——没有）
多元非线性回归
多元非线性回归今天给大家展示的内容是关于多元非线性回归模型，一般对统计分析略有了解的人都会知道，回归模型一般分为一元线性回归模型，多元线性回归模型，还有非线性回归模型，非线性回归模型有一元的，也有两元的，还有多元的！其中最复杂的应该是多元非线性回归模型，复杂在何处：第一，我们事前并不知道该用什么样的非线性模型去拟合数据？第二，即使我们知道了需要的非线性模型，但是里面的参数设置，要靠自己专业和经验来设置，没错——靠经验！问题是我们（除了一些大牛）是没经验的。
为了降低难度，结合今天设计学院一位学姐问的问题，赋文君利用别人的模型，去尝试的复现别人的结果，顺便介绍非线性回归分析的基本步骤！注意，以下内容基本在百度上搜不到！都是赋文君自己摸索出来的。
问题背景为了研究建筑材料的抗压强度，某个硕士研究生设计了一个实验，实验材料：石灰，细砂，水玻璃；实验器材：若见先进设备，其实我也没用那些工程机械。
通过一些列物理等方面的参数分析检验，得出了一些实验结果，在利用回归模型分析和相关性分析深入了解石灰，水玻璃和细砂，抗压强度四者之间的数量关系和相关程度。
抗压强度是因变量，石灰，水玻璃和细砂是自变量。
2.原始数据3.非线性回归分析步骤将数据导入或者录入spss中，接着就可以对其进行回归分析了。
按钮点击顺序，找到“分析”——“回归”——“非线性”：将抗压强度选为因变量，接着要输入模型了，案例论文用的是二阶混料规范多项式：为了便于录入模型和分析，把上面的模型分解开：变量x的前面系数（即参数）分别设定为a，b，c，其中a1表示石灰的系数，a2表示水玻璃的系数，a3表示细砂的系数，b1表示石灰*水玻璃的系数，b2表示石灰*细砂的系数，b3表示水玻璃*细砂的系数，c1 c2 c3分别表示，石灰，水玻璃和细砂平方的系数，d是常数量。
多元线性回归和非线性回归
２
SSR R SST
2 ˆ ( y y ) i 2 ( y y ) i i 1 i 1 n
n
,x ,x 称 y 关于 x 1 2, p 的样本复相关系数，R 的大小可以
反映作为一个整体的 x ,x ,x 1 2, p与 y 的线性相关的密切 程度.
修正多重决定系数(adjusted multiple coefficient of determination)
回归参数的估计
估计的多元线性回归的方程
(estimated multiple linear regression equation)
1.
2. 3.
ˆ ,b ˆ ,b ˆ, ˆ 估计回归方程 ,b 用样本统计量 b 0 1 2 p 中的 参数 b 时得到的方程 , b , b , , b 0 1 2 p 由最小二乘法求得 一般形式为
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ y b b x b x b x 0 1 1 2 2 p p
ˆ, ˆ, ˆ, ˆ是 b , b , b , , b b , b 0 1 2 p 0 b 1 b 2 p
估计值 ˆ 是 y 的估计值 y
参数的最小二乘法
1. 使因变量的观察值与估计值之间的离差平方和 ˆ, ˆ, ˆ, ˆ 。即 b b , b 达到最小来求得 b 0 1 2 p
i 1
3. 确定显著性水平和分子自由度p、分母自由度np-1找出临界值F 4. 作出决策：若F>F ，拒绝H0
方差分析表
前面的这些计算结果可以列成表格的形式，称为方差分析表. 方差分析表
方差来源 平方和 回归 残差 总和 SSR SSE SST 自由度 p 方差 SSR / p F 值
5、计量经济学【多元线性回归模型】
那么，多元线性样本回归函数 (方程) (3.3) 式的矩阵
表达式为： ˆ0
ˆ1
其中：ˆ
ˆ2
M
ˆk
(
Yˆ
YYˆˆ12 M
Yˆn
k 1)1
Yˆ X ˆ, , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , (3.7)
该样本回归模型与总体回归模型相对应，其中残差 ei Yi Yˆi 可看成是总体回归模型中随机误差项 i 的 估计值。
2、多元线性回归模型的几种形式： 上述几种形式的矩阵表达式： 将多元线性总体回归模型 (3.1) 式表示的 n 个随机方 程写成方程组的形式，有：
Y1 0 1 X11 2 X 21 L k X k1 1 .Y.2.........0.......1.X...1.2........2.X...2.2. L k X k 2 2 Yn 0 1 X1n 2 X 2n L k X kn n
M
k
(k 1)1
n
n1
2、多元线性回归模型的几种形式：
并且，记
Y
Y1
Y2
为被解释变量的观测值向量；
M
Yn n1
1 X11 X 21 L
记
X 1 M
X12 M
X 22 M
L
1 X1n X 2n L
Xk1
X
k
Yi 0 1X1i 2 X 2i L k X ki i , , , ,i 1, 2,L , n, , , , (3.1)
spss多元回归及非线性
多元回归分析→回归→线性，拟合优度检验总离差平方和（tss）=回归平方和（ess）+残差平方和（rss）；可决系数的取值范围：[0，1] 。
R2越接近1，说明实际观测点离样本线越近，拟合优度高。
由增加解释变量个数引起的R2的增大与拟合好坏无关，R2需调整。
调整的可决系数思路是:将残差平方和与总离差平方和分别除以各自的自由度（df），以剔除变量个数对拟合优度的影响:（2）方程总体线性的显著性检验(F检验H0：β1=β2= ⋯ =βk=0H1：βj不全为0F> Fα(k,n-k-1) 或F≤Fα(k,n-k-1)来拒绝或接受原假设H0，以判定原方程总体上的线性关系是否显著成立。
（3）变量的显著性检验（t检验）如果变量X对Y的影响是显著的，那么X前的参数应该显著的不为0检验步骤：1）对总体参数提出假设H0：β1=0，H1：β1≠0若|t|> t α/2(n-2)，则拒绝H0，接受H1；（小概率事件发生）若|t|≤ t α/2(n-2)，则接受H0 ；看指标选模型拟合程度Adjusted R2：越接近1拟合程度越好回归方程的显著性检验F统计量的值，及其Sig回归系数表回归系数B和显著性检验Sig（4）满足基本要求的样本容量从统计检验的角度：n>30 时，Z检验才能应用；n-k≥8时, t分布较为稳定四、预测一元或多元模型预测的SPSS实现：特征根和方差比特征根是诊断解释变量间是否存在严重的多重共线性的另一种有效方法。
最大特征根的值远远大于其他特征根的值，则说明这些解释变量间具有相当多的重叠信息，原因是仅通过这一个特征根就基本刻画出了所有解释变量的绝大部分信息。
解释变量标准化后它的方差为1。
如果某个特征根既能够刻画某解释变量方差的较大部分（0.7以上），同时又可以刻画另一根解释变量方差的较大部分，则说明这两个解释变量间存在较强的线性相关关系。
4、条件指数条件指数反映解释变量间多重共线性的指标。
2008非线性多元回归模型实验案例1
实验三多元回归模型【实验目的】掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。
【实验内容】建立我国国有独立核算工业企业生产函数。
根据生产函数理论，生产函数的基本形式为：()ε,ftY=。
其中，L、K分别为生产过程中投入的劳动与资金，L,,K时间变量t反映技术进步的影响。
表3-1列出了我国1978-1994年期间国有独立核算工业企业的有关统计资料；其中产出Y为工业总产值（可比价），L、K分别为年末职工人数和固定资产净值（可比价）。
资料来源：根据《中国统计年鉴－1995》和《中国工业经济年鉴-1995》计算整理【实验步骤】一、建立多元线性回归模型㈠建立包括时间变量的三元线性回归模型；在命令窗口依次键入以下命令即可：⒈建立工作文件： CREATE A 78 94⒉输入统计资料： DATA Y L K⒊生成时间变量t ： GENR T=@TREND(77) ⒋建立回归模型： LS Y C T L K 则生产函数的估计结果及有关信息如图3-1所示。
图3-1 我国国有独立核算工业企业生产函数的估计结果 因此，我国国有独立工业企业的生产函数为：K L t y 7764.06667.06789.7732.675ˆ+++-=（模型1） t ＝(-0.252) (0.672) (0.781) (7.433)9958.02=R 9948.02=R 551.1018=F模型的计算结果表明，我国国有独立核算工业企业的劳动力边际产出为0.6667，资金的边际产出为0.7764，技术进步的影响使工业总产值平均每年递增77.68亿元。
回归系数的符号和数值是较为合理的。
9958.02=R ，说明模型有很高的拟合优度，F 检验也是高度显著的，说明职工人数L 、资金K 和时间变量t 对工业总产值的总影响是显著的。
从图3-1看出，解释变量资金K 的t 统计量值为7.433，表明资金对企业产出的影响是显著的。
但是，模型中其他变量（包括常数项）的t 统计量值都较小，未通过检验。
非线性回归模型
例 已知牧草重量y与生长天数x的关系是
y a exp{ exp{b cx}}
9次观察的数据为表4.13,试估计a,b,c的值,并预 报第101天牧草的重量。
data hw; input x y; cards; 9 8.93 14 10.8 21 18.59 28 22.33 42 39.35 57 56.11 63 61.73 70 64.62 79 67.08 ; proc nlp data=hw tech=nmsimp; min u; parms a=70,b=1.48884,c=0.05601; u=abs(y-a*exp(-exp(b-c*x))); run;
五、整个回归模型的假设 检验
似然比检验（likelihood ratio test）
六、logistic逐步回归（变量筛选）
MODEL语句加入选项“ SELECTION=STEPWISE SLE=0.10 SLS=0.10;”
-13 99.4 -11 -9 -17 -18 99.87 -18 -18 -20 -20 98.73 98.93 -24 -23 -20 -20
99.49
99.28 99.32 99.24 99.79
99.24 99.3 98.7 99.22
99.36 99.41 99.2 99.5
LAD回归
SAS软件可用NLP过程计算LAD回归，NLP过程主要有4条语句： PROC NLP语句、MIN（MAX）语句、PARMS语句和赋值语句。
例2： 北京市25年有关降雨资料如下 表,x1,x2,x3,x4是4个预报因子，y表示降雨 情况：y=1表示偏少,y=2表示正常,y=3表 示偏多。
试建立模型，并对于 1976 年（预报因子 为0.42 81.0 21.0 52.2），1977年（预报 因子为0.52 81.0 38.0 45.8），1978年 （预报因子为0.36 82.0 34.0 34.9）， 1979年（预报因子为0.43 84.0 34.0 60.5） 预报降雨情况。
巧用Excel解决多元非线性回归分析
巧用Excel解决多元非线性回归分析巧用Excel解决多元非线性回归分析随着数据分析在各个行业和领域的广泛应用，多元非线性回归分析成为一种常见的数据处理方法。
而作为一款强大且易于使用的电子表格软件，Excel也可用于解决多元非线性回归分析的问题。
本文将介绍如何巧用Excel进行多元非线性回归分析，并结合实例进行说明。
一、多元非线性回归分析简介多元非线性回归分析是在使用多个自变量预测因变量时，自变量与因变量之间存在非线性关系的情况下进行回归分析的方法。
与简单线性回归模型相比，多元非线性回归模型更贴近实际情况，能够更准确地描述自变量与因变量之间的关系。
在多元非线性回归分析中，可以选择不同的非线性函数作为方程的形式，常用的非线性函数包括指数函数、对数函数、幂函数等。
根据具体问题的需求，可以选择最适合的非线性函数来进行回归分析。
二、Excel的数据准备在进行多元非线性回归分析之前，首先需要准备好相关的数据。
数据应该包括多个自变量和一个因变量，并且这些变量之间应该存在一定的关系。
假设我们要研究一个商品的销售量与价格、广告费用和季节性因素的关系。
我们可以收集一段时间内的销售数据，同时记录价格、广告费用和季节因素的数值。
将数据整理成一个表格，其中每一列表示一个变量，每一行表示一个样本。
确保每一列都有相应的变量名称，并为数据添加适当的标签，以便于后续的分析。
三、Excel的数据分析工具Excel提供了丰富的数据分析工具，可以用于解决多元非线性回归分析的问题。
其中最常用的工具是回归分析工具，它能够帮助我们建立回归模型，并计算模型的拟合度和参数估计值。
在Excel的工具栏中，选择“数据”-“数据分析”-“回归”，即可打开回归分析对话框。
在对话框中，选择自变量和因变量的范围，并勾选“输出范围”。
在输出范围中，选择一个单元格作为回归分析结果的起始位置。
点击确定后，Excel会自动计算回归方程的系数、确定系数和预测值，并将结果显示在选定的单元格区域中。
第四章 非线性回归模型的线性化讲解
线性回归模型 最小二乘法求解 若不是线性回归模型，又该如何求解呢？
（一）变量关系非线性问题：
若：(1)、变量
Y 和
X 1 , X K
之间不存在
多元线性随机函数关系
Y 0 1 X 1 K X K
那么我们如何估计出模型中的未知参数呢？
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 10/08/08 Time: 13:51 Sample: 1980 1996 Included observations: 17 Variable Coefficient C -10.46551 X1 1.021132 X2 1.472202 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression
(2)可线性化的非线性回归模型： 虽然被解释变量Y与解释变量X1X 2 .....X k以及与未知 参数 0 1...... k 之间都不存在线性关系，但是可以转化 为线性函数。例如： 生产函数模型： Y AK L e 转化为： ln Y LnA LnK LnL (3)不可线性化的非线性回归模型： 被解释变量Y与解释变量X1X 2 .....X k以及与未知 参数 0 1...... k 之间都不存在线性关系，而且无法转化 为线性函数。 例如：Y 0 1e 1x1 2 e 2 x2
0.99841 S.D. dependent var 0.029873 Akaike info criterion
变量间的非线性关系
(1)非标准线性回归模型： 虽然被解释变量Y与解释变量X1X 2 .....X k 之间 不存在线性关系，但与未知参数 0 1...... k 之间 存在线性关系。例如： 根据平均成本与产量为U型曲线理论，总成本C 可以用产量X的三次多项式来近似表示，得到总成 本函数模型如下： C 0 1 X 2 X 2 3 X 3
土地资源评价之回归分析
（3.2.9）
i 1
n
n
( yi yˆi )2 ( yˆi y)2 Q U
i 1
i 1
在式（3.2.9）中，Q称为误差平方和，或剩余平方和
n
Q ( yi yˆi )2 i 1
而
n
n
U ( yˆi yi )2 (a bxi a bx)2
③ 解上述正规方程组（3.2.4）式， 得到参数a与b的拟合值
aˆ y bˆx
（3.2.5）
n
bˆ Lxy Lxx
(xi x)( yi y)
i 1
n
(xi x)2
i 1
n i 1
xi yi
1n (
n i1
n
xi )(
i 1
yi )
n
n
n
Q ( ya yˆa )2 [ ya (b0 b1x1a b2 x2a bk xka )]2 min（3.2.13）
a1
a 1
由求极值的必要条件得
Q
b0
n
2 ( ya
a 1
yˆ a )
0
Q
b j
n
2 ( ya
49 157 270.400 2 407.549
9 2 260.180 197.239
50
2 086.426 266.541
10
334.332
99.729
51
3 109.070 261.818
11 11 749.080 558.921
52
多元非线性回归
多元非线性回归分析是具有两个以上变量的非线性回归模型。
解决多元非线性回归模型的传统方法仍然是找到一种将其转换为标准线性多元回归模型的方法。
一些非线性回归模型可以通过适当的数学变换来获得其线性化表达式，但是对于其他非线性回归模型，仅变量变换没有帮助。
属于前一种情况的非线性回归模型通常称为内在线性回归，而后者称为内在非线性回归。
补充数据：线性回归线性回归是一种统计分析方法，在数学统计中使用回归分析来确定两个或多个变量之间的定量关系。
表达式形式为y = w'x + e，E为误差的正态分布，平均值为0。
在回归分析中，仅包含一个自变量和一个因变量，并且两者之间的关系可以近似地由一条直线表示。
这种回归分析称为单变量线性回归分析。
如果回归分析包括两个或多个自变量，并且因变量和自变量之间的关系是线性的，则称为多元线性回归分析。
在统计中，线性回归是一种回归分析，它使用称为线性回归方程的最小二乘函数对一个或多个自变量与因变量之间的关系进行建模。
此函数是一个或多个称为回归系数的模型参数的线性组合。
仅一个自变量的情况称为简单回归，而一个以上自变量的情况称为多重回归。
（这又应通过多个因变量而不是单个标量变量预测的多个线性回归来区分。
）在线性回归中，数据是通过线性预测函数建模的，未知模型参数是通过数据估算的。
这些模型称为线性模型。
最常用的线性回归建模是给定x值的Y的条件平均值是X的仿射函数。
在不太常见的情况下，线性回归模型可以是Y的条件分布的中位数或其他分位数像所有形式的回归分析一样，线性回归关注于给定x值的Y的条件概率分布，而不是X和Y的联合概率分布（在多元变量领域）分析）。
线性回归是经过严格研究并在实际应用中广泛使用的第一类回归分析。
这是因为与未知参数线性相关的模型比对位置参数非线性相关的模型更容易拟合，并且更容易确定结果估计的统计特征。
线性回归模型通常通过最小二乘近似进行拟合，但也可以通过其他方法进行拟合，例如最小化某些其他规范中的“拟合缺陷”（例如最小绝对误差回归）或最小化最小二乘的惩罚桥回归中的损失函数，最小二乘近似可用于拟合那些非线性模型。
常见非线性回归模型
常见非线性回归模型1.简非线性模型简介非线性回归模型在经济学研究中有着广泛的应用。
有一些非线性回归模型可以通过直接代换或间接代换转化为线性回归模型, 但也有一些非线性回归模型却无法通过代换转化为线性回归模型。
柯布—道格拉斯生产函数模型εβα+=L AK y其中 L 和 K 分别是劳力投入和资金投入, y 是产出。
由于误差项是可加的, 从而也不能通过代换转化为线性回归模型。
对于联立方程模型, 只要其中有一个方程是不能通过代换转化为线性, 那么这个联立方程模型就是非线性的。
单方程非线性回归模型的一般形式为εβββ+=),,,;,,,(2121p k x x x f y2.可化为线性回归的曲线回归在实际问题当中，有许多回归模型的被解释变量y 与解释变量x 之间的关系都不是线性的，其中一些回归模型通过对自变量或因变量的函数变换可以转化为线性关系，利用线性回归求解未知参数，并作回归诊断。
如下列模型。
（1）εββ++=x e y 10（2）εββββ+++++=p p x x x y 2210（3）ε+=bx ae y(4)y=alnx+b对于（1）式，只需令x e x ='即可化为y 对x '是线性的形式εββ+'+=x y 10，需要指出的是，新引进的自变量只能依赖于原始变量，而不能与未知参数有关。
对于（2）式，可以令1x =x ,2x =2x ,…, p x =p x ,于是得到y 关于1x ,2x ,…, p x 的线性表达式εββββ+++++=p p x x x y 22110对与（3）式，对等式两边同时去自然数对数，得ε++=bx a y ln ln ,令 y y ln =',a ln 0=β,b =1β，于是得到y '关于x 的一元线性回归模型： εββ++='x y 10。
乘性误差项模型和加性误差项模型所得的结果有一定差异，其中乘性误差项模型认为t y 本身是异方差的，而t y ln 是等方差的。
第三章 多元回归模型
r0i,12i1i1k
r r r 0i,12i1i1k 1 0k ,12k 1 ik ,12i1i1k 1
1 r02k,12k1
1
r2
ik ,12i1i1k
1
问题：在多元回归中 r12(i1)(i1)k ,0 是越大越好，
还是越小越好？
17
模型显著性检验（F检验）: F统计量
核心思想：残差平方和最小准则
min ei2 min yi yˆi 2
min yi ˆ0 ˆ1x1i ˆ2x2i ˆk xki 2
求解原理
ei2
ˆ j
0
结论
j 0,1,2,, k
ˆ X ' X 1 X 'Y
8
例子
经过研究，发现家庭书刊消费水平受家庭 收入及户主教育年数的影响。现对某地区 的家庭进行抽样调查，得到的样本数据如 表所示，其中 y 表示家庭书刊消费水平
其中，n k 1为 ei2 的自由度，n 1 为 yi y2
的自由度
引入修正的样本决定系数R 2的作用：
用自由度调整后，可以消除拟合优度评价中解释变量多 少对决定系数计算的影响
对于包含的解释变量个数不同的模型，可以用调整后的 决定系数直接比较它们的拟合优度的高低，但不能用原 来未调整的决定系数来比较
零阶偏相关系数、一阶偏相关系数、k 1 阶偏相关系数
r01 为零阶偏相关系数、 r02,1 称为一阶偏相关系数、 r01,23 称
为二阶偏相关系数、r01,234 称为三阶偏相关系数，依此类推
16
偏相关系数：一般公式
一般地，在研究多个变量的偏相关系数时，因变量 y
与解释变量 xi i 1,2,, k 的k 1 阶偏相关系数时，
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j表示在其他解释变量保持不变的情况下，
Xj每变化1个单位时，Y的均值E(Y)的变化。
非线性的情况：
(1) ln Yi 1 2 ln X i ui
(2) ln Yi 1 2 X i ui
(3)Yi 1 2 ln X i ui
(4)Yi 1 2 X i 3 X i2 ui
非线性回归模型的线性化
一、双对数模型 二、半对数模型 三、幂函数模型 四、多项式函数模型 五、倒数函数模型
一元线性回归模型
Yi 1 2 X i ui
i=1,2…,n
1表示X每变化一个单位时， 的均值E（Y）的变化。 Y
多元线性回归模型
Yi 1 2 X 2i 3 X 3i k X ki ui i=1,2…,n
Cobb-Dauglas生产函数
Yi AKi Li e
ui
Q：产出量，K：投入的资本；L：投入的劳动
方程两边取对数：
ln Qi = ln A + ln Ki + ln Li+ui
斜率系数衡量的是被解释变量Y关于解释变量X的弹 性， 表示当L不变时，K每变动百分之一，Y的均值 变动的百分比； 表示当K不变时，L每变动百分之 一，Y的均值变动的百分比。
（二）半对数模型
如果设定的非线性模型为
ln Yi 1 2 X i ui
E (lnYi ) E (lnYi 1 ) Y的均值的相对变化 X i X i 1 X的绝对变化
2
斜率系数 2 衡量的是当变量X的绝对量每发生单位变动 时，引起被解释变量Y平均值的相对变动比率。 令
研究119个发展中国家1960-1985年的GDP增长率与 相对人均GDP之间的关系，考虑建立如下模型：
GDPG 1 2 RGDP 3 RGDP ui i i i
2
其中GDPG表示GDP的百分比增长率（1960-1985 年间的平均增长率），RGDP表示1960年的相对人 均GDP（即占美国1960年人均GDP的百分比）。 回归结果如下： 2 ˆ GDPG 0.013 0.062RGDP 0.061RGDP
i i i
Se = (0.004)
(0.027)
(0.033)
这个回归结果表明，在一定范围内发展中国家 GDPG随着RGDP的提高而递增，但增加的速 度递减。
（五）倒数函数模型 如果设定的非线性模型为
Yi 1 2 (1 X i ) ui
这种模型表示随着X的递增Y将呈现非线性的递减， 但最终以为渐近线。 令
Yi* ln Yi
即可将原模型化为标准的线性回归模型
假设Y为对外劳务输出，欲研究Y随时间变化的趋 势，则可建立如下模型：
ln Yt 1 2tt ut
若回归结果如下所示
ˆ ln EXSt 7.7890 0.00743t t
Se = t
(0.0023)
(0.00017)
= (3387.619) (44.282ห้องสมุดไป่ตู้)
两边取对数，得
ln Yi ln A 2 ln X 2i k ln X ki ui
令
Yi ln Yi , 1 ln A, X 2i ln X 2i , X ki ln X ki
即可将原模型化为标准的线性回归模型
Yi 1 2 X 2i k X ki ui
(5)Yi 1 2 (1/ X i ) ui
（一）双对数模型
ln Yi ln A 2 ln X 2i k ln X ki ui
令
Yi ln Yi , 1 ln A, X 2i ln X 2i , X ki ln X ki
即可将原模型化为标准的线性回归模型
R2=0.9894
结果表示对外劳务输出每年以0.743%的速 度增长。
如果设定的非线性模型为
Yi 1 2 ln X i vi
斜率系数 2 衡量的是当变量X变动1%时，Y的 均值变动的绝对量。 令
Zi ln X i
即可将原模型化为标准的线性回归模型
印度农户食物支出与总支出的关系 回归结果： 食物支出i=94.2087+0.4368总支出i 若建立回归模型 食物支出i=b0+b1ln总支出i+ui 则回归结果为 食物支出i=-1283.912+257.2700ln总支出i
Zi 1 / X i
则可将原模型化为标准的线性回归模型
Yi 1 2 Zi ui
ln X 2i ln X 2i 1 ( X 2i X 2i 1 ) / X 2i 1 X 2的相对变化
E(lnYi） E(lnYi 1 ) ( EYi EYi 1 ) / EYi 1 Y的均值的相对变化
Y的均值的相对变化 2 X的相对变化
假设我们想求出耐用品支出（EXDURt)对个人消 费总支出(PCEXt）的弹性。把耐用品支出的对 数和个人消费总支出的对数进行回归分析，回归 结果如下：
斜率系数意味着总支出每提高1%，导致样 本中包括的55个家庭的食物支出平均增加约 2.57卢比。
（三）幂函数模型 幂函数模型的一般形式为
Yi AX2i2 X 3i3 X kik eui
如：Cobb-Dauglas生产函数
Yi AKi Li e
ui
Q：产出量，K：投入的资本；L：投入的劳动
Yi 1 2 X 2i k X ki ui
斜率系数 k 测度了Y对Xk的弹性，表示是在其他 解释变量保持不变的情况下，当变量Xk变动1% 时，Y的均值的相对变动比率。
以 2为例说明：
2
E (lnY )i E (lnYi 1 ) ln X 2i ln X 2i 1
（四）多项式函数模型
多项式函数模型的一般形式为：
Yi 0 1 X i 2 X i k X i ui
2 k
令
Z1i X i , Z2i X i2 ,Zki X ik
则可将原模型化为标准的线性回归模型
Yi 0 1Z1i 2 Z2i k Zki ui
ln EXDUˆt 9.6971 1.9056ln PCEXt R
Se = t (0.4341) (0.0514)
= (-22.3370) (37.0962)
R2=0.9849
斜率系数的经济意义：EXDUR对PCEX的 弹性约为1.90，这表明，若个人消费总支出 提高1%，耐用品消费支出则提高约1.9%。